國內書面糾正性反饋元分析研究?

李菲 孫云梅

（中國地質大學（武漢），武漢430074；華中科技大學，武漢430074）

提 要：近二十多年以來，書面糾正性反饋已成為二語習得和二語寫作領域的一個研究熱點。國內外許多研究者對此都進行過研究和探討，但是，對于書面糾正性反饋的總體效果及其相關因素的研究依然存在爭議。本文運用元分析的方法對當前國內的相關研究進行定量的文獻綜述，考察書面糾正性反饋的總體效果，并深入探討分析相關因素對書面糾正性反饋效果的影響程度。研究結果顯示：書面糾正性反饋對EFL 學習者寫作質量的提高和二語學習效果具有積極的作用；相關因素對書面糾正性反饋的效果會產生不同程度的調節(jié)作用。本研究還簡要論述該研究結果帶來的相關教學啟示以及現(xiàn)有研究的局限性。

1 引言

書面糾正性反饋（written corrective feedback，以下簡稱WCF）指對二語學習者的寫作習作進行的書面反饋（Bitchener，Storch 2016：10）。作為二語教學中的一種重要教學手段，WCF 近年來引起國內外二語寫作領域眾多研究者的關注并獲得大量的綜述及實證性研究成果。

目前國內的綜述大多以敘述性的方法聚焦國外二語WCF 的研究（左年念2002，郭翠紅 2008，蔣茵 王少非 2016），針對國內研究的綜述卻較少。由于國外研究多以ESL 環(huán)境下學習者為研究對象，而ESL 學習者和EFL 學習者在學習動機和寫作目標等方面存在著差異。為更好地指導國內二語寫作教學實踐，有必要針對國內EFL 環(huán)境下學習者的相關研究進行綜述。本文將運用元分析的方法對國內18 項WCF 的實證研究進行量化分析，不僅統(tǒng)計出國內研究中WCF 的總體效果，還分析出相關因素對其效果的影響程度。這有助于國內研究者全面了解國內研究的現(xiàn)狀、特點和發(fā)展趨勢，分析目前研究的不足，從而更好地推進國內二語寫作研究與教學的發(fā)展。

2 研究背景

2.1 WCF的總體效果

WCF 的總體效果在理論和實證上均得到研究者大量的關注和研究。在理論方面，認知視角下的信息加工理論認為，對于書面輸出作出的糾正性反饋有助于促成控制加工階段的出現(xiàn)，從而使得學習者更容易達到自動化加工的程度（McLaughlin 1987）；心理語言學視角下的互動假說（Long 1991）、輸出假說（Swain 1985）、注意假說（Schmidt 1990）以及聚焦形式理論（Long 1991）都強調糾正性反饋對于輸出的補充作用。社會文化理論認為來自于教師或者同伴的糾正性反饋可以為學習者提供適合其最近發(fā)展區(qū)的支架輔助，從而使他們獲得更高層次的語言知識（Aljaafreh，Lantolf 1994）。

從實證研究方面來說，F(xiàn)athman 和 Whalley（1990）通過對比72 名ESL 學習者在4 種反饋情況下（即語法反饋、內容反饋、語法和內容反饋、無反饋）的研究發(fā)現(xiàn)，WCF 對于學習者提高同一篇寫作習作的語法準確性有顯著促進作用。Bitc?hener 和 Knoch（2010）考察 63 名高水平 ESL 學習者在4 種反饋條件下的語言準確性情況，發(fā)現(xiàn)接收反饋的學習者比沒有接收反饋的學習者在語法準確性上有顯著提高。國內學者王穎和劉振前（2012）也發(fā)現(xiàn)，接收反饋的學習者相比沒有接收反饋的學習者而言，在寫作質量和準確率上有顯著提升。當然，也有部分學者對此持否定意見。如 Krashen（1992）的監(jiān)控假說和Pienemann（1989）的可教性和可學性假說均認為WCF 的作用不大。Polio 等（1998）、貝曉越（2009）等也通過實證表明WCF 對學習者的二語寫作發(fā)展沒有顯著促進作用。

2.2 影響WCF效果的因素

本研究根據(jù)國內外研究現(xiàn)狀，選取7 個影響WCF 效果的因素（即學習者的教育層次、反饋的類型、反饋的焦點、反饋的廣度、反饋次數(shù)、反饋的來源以及反饋效果的測量焦點），將其納入調節(jié)變量分析，以此探討其對糾正性反饋總體效果的影響程度。

學習者的教育層次（即中學、?？?、本科和碩士等）可能會影響他們對反饋的認識，因而對反饋產生不同期望 （Hedgcock，Lefkowitz 1996：295），這會影響他們在接收反饋后對反饋進行加工的投入程度，從而影響學習者完全準確地理解反饋的意思。

反饋的類型主要分為直接反饋、間接反饋和元語言反饋 3 種（Ellis 2009：98）。陳曉湘和李會娜（2009）發(fā)現(xiàn)直接反饋在提高學習者語言準確性方面比間接反饋更有效，而Shintani 等（2014）考察反饋對于學習者使用虛擬語氣和不定冠詞的影響，結果顯示直接反饋比元語言反饋更有效。相反，Vyatkina（2010）則發(fā)現(xiàn)直接反饋、間接反饋和編碼式的元語言反饋在減少總體錯誤率上沒有顯著差異。

反饋的焦點和廣度也是影響反饋效果的重要因素。就焦點而言，分為對內容的反饋和對語言形式的反饋，或者同時對兩者進行反饋。從反饋的廣度來說，反饋可分為聚焦式和非聚焦式。Sheen 等（2009）發(fā)現(xiàn)，相比非聚焦式反饋，針對語言形式的聚焦式反饋能更有效地提高學習者的語法準確性。但是，F(xiàn)erris（2010）則認為由于聚焦式反饋的關注焦點有限，反而不利于提高學習者寫作習作的整體語法準確性。

另外一個重要的影響因素是反饋的來源，主要分為教師、同伴、計算機和學習者自己。教師反饋是最主要的反饋來源，而同伴反饋是近年來的研究熱點，被認為能夠提高學習者修改習作的自主性（楊苗2006：298），有助于塑造學習者對高質量習作的理解。計算機反饋是一種較為新興的反饋來源，可以對學習者的習作提供語言形式上的即時反饋。學習者自己也是一種重要的反饋來源，它可以培養(yǎng)學習者獨立學習的能力，但是與同伴反饋一樣，反饋的效果會受到學習者自身語言水平的影響。

除以上幾種因素以外，一些較少受到關注的影響因素包括反饋效果的測量焦點和反饋次數(shù)。測量工具的焦點（即寫作質量的總體評分、語言形式的準確率或語言形式的錯誤率）不同，評判反饋效果的尺度也就不同。反饋次數(shù)也可能對反饋效果產生影響，反饋次數(shù)越多，相應修改的次數(shù)可能也會更多，因而效果也可能會更加明顯。

2.3 關于WCF的元分析研究

在二語習得領域，專注于WCF 的元分析研究并不多，目前比較有代表性的是3 項針對國外WCF 的元分析研究。Truscott（2007）的元分析探討WCF 對于 EFL／ESL 學習者語法準確性的影響，發(fā)現(xiàn)有一定的消極作用。但是，Biber 等（2011）針對23 項一語寫作和二語寫作反饋研究的元分析結果表明，反饋對于學習者的寫作質量有促進作用。他們還發(fā)現(xiàn)反饋類型、反饋來源和反饋焦點等因素對于二語寫作糾正性反饋的效果有不同程度的調節(jié)作用。Kang 和 Han（2015）在Truscott（2007）的基礎上，納入更多的研究，且增加對調節(jié)變量的分析。他們發(fā)現(xiàn)，WCF 對于提高二語語法準確性有一定的作用，而且其效果會受到語言環(huán)境、語言水平、教育層次、反饋廣度、反饋類型、反饋次數(shù)等變量的影響。

通過以上分析我們發(fā)現(xiàn)，由于納入的文獻不同、考察的調節(jié)變量不一樣，國外關于糾正性反饋的元分析研究得出的結論并不一致，而且不同的因素對WCF 效果的影響程度也不同，那么國內研究中關于WCF 的總體效果又如何，相關因素對WCF 的效果又有何種程度的調節(jié)作用？本研究將圍繞這兩個問題，用元分析的方法，對國內WCF 研究的效果和作用進行進一步分析與探討。

3 研究問題

本研究探討以下兩個問題：（1）國內研究中關于WCF 的總體效果如何；（2）以下因素在多大程度上對WCF 的效果有調節(jié)作用：1）學習者的教育層次，2）反饋的類型，3）反饋的焦點，4）反饋的廣度，5）反饋的來源，6）反饋次數(shù)，7）反饋效果的測量焦點。

4 研究方法

4.1 文獻檢索、納入標準與編碼

首先，我們通過在中國知網、萬方和維普這3個數(shù)據(jù)庫中以“反饋”“書面”“寫作”“大學英語”等詞的組合進行關鍵詞、篇名和摘要檢索，搜集核心期刊中的相關文獻以及博士論文，文獻搜集的時間節(jié)點為2017年5月上旬。本研究將檢索范圍限定在核心期刊是因為其在文獻的可信度上有一定的保證，而只涵蓋博士論文則主要因為，一般來說博士論文是經過專家詳細評審過的，論文質量相對較高；而且，有詳盡的可用于計算效應量的原始數(shù)據(jù)。

文獻搜集完畢后，我們采用以下標準確定可以納入分析的研究：（1）研究設計為實驗或準實驗；（2）被試為國內 EFL 學習者；（3）因變量是學習效果或寫作質量；（4）包含可用于計算效應量（即Cohen's d 值）的數(shù)據(jù)（如標準差、均值、樣本量等）。

文獻篩選完畢后，結合研究問題，從文獻信息、被試信息、實驗信息以及數(shù)據(jù)信息等幾個方面對文獻進行編碼。同時，為保證編碼的一致性，編碼先后由兩位研究者分別獨立進行，然后再進行互相核對確認，確保達成100%的一致性。

4.2 效應量的計算

本研究中的所有數(shù)據(jù)分析和圖表都通過使用Comprehensive Meta?analysis 3.0（CMA 3.0）完成。編碼完成后，筆者先將各研究的標準差、均值和樣本量等數(shù)據(jù)導入軟件CMA 3.0 中，通過軟件分別計算每一個編碼范疇的組間和組內效應量（即Cohen's d 值）。然后，對各獨立樣本研究的最終d值進行固定效應模型或者隨機效應模型分析，來衡量WCF 的總體效果的大小程度以及相關因素對其效果產生的調節(jié)效應的影響程度。

4.3 模型的選用

用于元分析的模型有兩種：固定效應模型和隨機效應模型，可以根據(jù)異質性檢驗和樣本數(shù)量的大小來選擇合適的模型。如表1所示，Q 值顯著，I2＞50%，說明存在中等以上幅度的異質性（Borenstein et al.2009：119），因此采用隨機效應模型更為合適。就樣本數(shù)量而言，在本研究中，對于獨立樣本總數(shù)少于5 個的分析，采用固定效應模型（同上：84），其余的采用隨機效應模型。

表1 異質性檢驗結果

5 分析結果

5.1 原始研究概況

經過嚴格的篩選，最終納入本研究的一共有18 項原始研究（構成35 個獨立樣本），出版時間范圍為 2006- 2015年。從表2可以看出，國內WCF 的研究主要以本科生為研究對象，其他教育層次的研究較少。反饋方式以多種方式結合為主，其次是直接反饋，針對其他反饋方式的研究偏少。反饋的焦點以關注語言形式和同時關注語言形式與內容居多，只關注內容的較少。反饋的廣度以非聚焦式為主。教師是最主要的反饋來源。反饋次數(shù)的多與少在樣本數(shù)量上相當。

表2 納入研究的基本信息

5.2 出版偏倚

出版偏倚指結果更為顯著的研究比結果不顯著的研究更易得到發(fā)表的現(xiàn)象（同上：277）。在做元分析時可以通過定性（即繪制漏斗圖）和定量方法（即失安全系數(shù)）來判定是否存在發(fā)表偏倚以及程度如何，從而判斷研究結果的穩(wěn)定性。漏斗圖兩側的效應量分布越對稱，說明偏倚越不明顯，反之亦然。通過本研究繪制的漏斗圖（參見圖1）可以看出，本研究的效應量大多集中在漏斗圖的中上部，兩側近似對稱均勻分布，說明本研究不存在明顯的發(fā)表偏倚。失安全系數(shù)（fail safe N）指計算出需要多少篇結果不顯著的研究才能推翻現(xiàn)有的研究結果。如果失安全系數(shù)小于臨界值5k ＋10（k 指獨立樣本數(shù)量），則存在出版偏倚現(xiàn)象，反之亦然（Rosenthal 1979：670）。通過 CMA 3.0 軟件計算得出，本研究的失安全系數(shù)為2276，說明需要2276 項結果不顯著的研究才能推翻現(xiàn)有的元分析結果，這一系數(shù)遠大于臨界值185（k ＝35），說明也不存在出版偏倚現(xiàn)象。綜合漏斗圖和失安全系數(shù)的結果，說明本研究不存在出版偏倚現(xiàn)象，研究結果具有穩(wěn)定性。

圖1 效應量漏斗圖

5.3 糾正性反饋的總體效果

如表3所示，WCF 的總體效果的平均效應量d值為 0.90。依據(jù) Oswald 和 Plonsky（2010：99）提出的專門針對二語研究領域的標準，本研究中反饋的總體效果接近大效應。

5.4 調節(jié)變量的效應檢驗結果

如表4所示，就教育層次而言，專科和研究生層次的學習者接收反饋后在寫作質量和二語學習與發(fā)展方面達到大效應，效應量分別為1.40 和1.29，而中學和本科生的效應量分別為0.62 和0.76，介于小效應和中等效應之間。從反饋類型來看，直接反饋和多種方式的混合反饋均達到大效應量，而間接反饋和元語言反饋的效應量接近中等效應。從反饋焦點來看，同時關注語言形式和內容的混合反饋效應量最大，達到1.02，而僅關注語言形式或內容的反饋效應量分別是0.83和0.56。從反饋的廣度來說，聚焦式反饋和非聚焦式反饋都接近大效應量，分別為0.96 和0.93。在反饋來源上，教師反饋和混合反饋的效應量達到大效應，分別為0.94 和1.08，而同伴反饋的效應量偏小，為0.50。在反饋次數(shù)上，反饋次數(shù)更多的效應量接近大效應，為0.99，而反饋次數(shù)較少的效應量介于中等和大效應之間，為0.85。就測量工具的焦點而言，關注語言形式準確性的效應量達到大效應，為1.19，略高于關注寫作總體質量的效應量，以錯誤率為衡量重點的效應量最低，為0.77。

表3 WCF 的總體效果

表4 調節(jié)效應檢驗結果

6 討論

6.1 總體效果

以上數(shù)據(jù)表明，WCF 的總體平均效應量為0.90，接近大效應。依據(jù) Plonsky 和 Oswald（2014：893），該效應量的數(shù)學意義在于接收反饋的實驗組比沒有接收反饋的控制組在寫作質量和二語學習的成績上多0.90 個標準差單位；實驗組在即時后測或者延時后測上的寫作質量和二語學習效果比前測成績多0.90 個標準差單位。由于置信區(qū)間不含0，且效應量為正向，說明WCF 對學習者的寫作質量和二語學習效果有顯著的促進作用。

這與 Biber 等（2011）、Kang 和 Han（2015）的結果一致，但與Truscott（2007）的元分析結果相悖。通過研究我們發(fā)現(xiàn)，Truscott（2007）所包含的用于計算組間效應量的研究大多為對內容的反饋，且反饋形式多為評語，當僅對內容進行反饋或者使用評語類型的反饋時，達到的效果可能有限，因為這兩種反饋比較模糊，不易于學習者正確理解反饋，從而無法針對語言形式進行具體的修改（Ashwell 2000：244），反饋的效果也不明顯，甚至還會出現(xiàn)消極的作用。另外，他選取的研究是基于幾項敘述性的文獻回顧研究，沒有對數(shù)據(jù)庫進行全面的檢索，這可能在一定程度上造成元分析研究結果的偏頗。

6.2 調節(jié)效應

從教育層次看，WCF 對于?？坪脱芯可鷮哟螌W習者而言具有更好的效果，對中學和本科層次學習者的效果雖沒有那么明顯，但也有效果。這說明教育層次對于糾正性反饋的效果具有一定的影響。不過，目前還無法解釋為何WCF 對專科和研究生教育層次的效果更明顯，原因可能在于教育層次對反饋的影響還受到其他因素的交互影響，如學習者的二語學習動機、對WCF 的期望和學能水平等。由于很少有原始研究考察不同教育層次對于WCF 的影響，因而需要未來研究者進行更為深入的分析和探討。

就反饋類型而言，直接反饋和混合反饋的效應量高于間接反饋和元語言反饋。依據(jù)注意假說，與間接反饋相比，直接反饋因為明晰地指出錯誤并且給予正確形式，可能更容易引起學習者的注意，為他們理解反饋提供足夠的信息，而注意和理解是學習得以發(fā)生的前提條件（Schmidt 1990）?；旌戏答佊捎诰C合其它幾種反饋，將每種反饋的優(yōu)點都結合起來，因而彌補單一反饋的不足。元語言反饋對于學習者的學能有一定的要求，只有學習者的學能較高，他們才有可能更易理解元語言反饋中的錯誤代碼或語法解釋，從而提高修改的正確率（Sheen 2007：276）。如果將元語言反饋與直接反饋結合起來使用，將有助于學習者根據(jù)正確形式與錯誤代碼或者語法解釋理解反饋的意義。

從反饋焦點來看，同時關注語言形式和內容的混合反饋和僅關注語言形式的反饋要比僅關注內容的反饋的效應量更大，這與Biber 等（2011）的元分析結果基本一致。針對內容的反饋往往是評語的形式，這種反饋形式通常比較模糊，學習者理解起來可能存在一定的困難，而對于語言形式的反饋可能更具體、更具操作性，學習者可以更容易作出相應修改（Ashwell 2000：244-245）。

從測量工具的焦點來看，本研究的結果表明，WCF 在以準確率為焦點的測量工具上的效應量略大于衡量寫作總體質量的測量工具。由于衡量準確率的測量工具往往是針對語法形式，而衡量寫作總體質量的測量工具則更多是針對內容、語法形式、結構、連貫性等進行的宏觀評判，對于后者進行測量時，由于測量焦點比較分散，其效果可能沒有衡量準確率的測量工具明顯。關注錯誤率的測量工具的效應量偏低，可能與原始研究中計算錯誤率的方式有關。在本元分析所納入的研究中，多數(shù)原始研究在計算錯誤率的時候，是聚焦少量語言形式，計算他們在每一百個詞中的錯誤比率，由于涉及的語言形式少，而且測量工具（即寫作測試或寫作任務）要求的文章字數(shù)也不多，從而造成在前測與后測中錯誤率的數(shù)值比較小，造成效應量偏小的情況。

就反饋的廣度而言，聚焦式反饋比非聚焦式反饋的效應量略大，這與Kang 和Han（2015）的元分析結果一致。依據(jù)認知負荷理論，聚焦式反饋所針對的反饋內容要比非聚焦式反饋少，因此給予學習者的認知負荷也更小一點，學習者在對反饋加工時可以更專注（Kirschner 2002）。

從反饋來源上看，教師與同伴相結合的反饋產生的效應量比教師反饋大，同伴反饋產生的效應量最小。同伴反饋的效應量較低可能與兩個原因有關。其一，與教師相比，同伴的二語語言能力有限，無法對找出的錯誤進行正確的或者有用的反饋，即使經過一定的培訓，但有限的語言水平還是會對反饋的準確性有較大影響（王翔 2004：56）。其二，同伴在反饋上的經驗有限，因此在給予反饋的時候往往關注與個人水平、個人興趣相關的方面，造成給予的反饋不夠全面（龔曉斌2007）。盡管同伴反饋有一定的局限性，但是它的優(yōu)勢在于能夠激發(fā)學習者的自主學習能力（楊苗2006：293），在給予反饋的過程中參與更高層次的認知加工過程。因此，當同伴反饋與教師反饋相結合的時候，可以彌補教師反饋可能帶來的挫敗學習者信心的不足。從社會文化理論的角度來看，教師和有能力的同伴能夠給學習者分別提供在語言形式（或內容）和情感上的支架作用（Wood et al.1976），兩者相互補充，可以幫助學習者在最近發(fā)展區(qū)取得進步。

就反饋次數(shù)而言，反饋次數(shù)更多的研究產生的效應量比反饋次數(shù)少的略大。反饋次數(shù)越多，也就意味著學習者練習寫作的次數(shù)和修改的次數(shù)也更多。從信息加工理論的角度來看，大量的練習以及頻繁的反饋加工可以使學習者內化反饋，促成學習者從控制加工過渡到自動化加工的重要階段（McLaughlin 1987）。

7 結束語

本研究通過元分析，對國內現(xiàn)有的關于WCF的研究進行整合量化分析，研究發(fā)現(xiàn)：（1）WCF 對于二語寫作和二語學習有顯著的促進作用；（2）教育層次、反饋類型、反饋焦點、反饋廣度、反饋次數(shù)、反饋來源以及測量工具的焦點等因素在不同程度上會對WCF 的效果產生一定的調節(jié)作用。

本研究的結果對于教學實踐具有一定的啟示作用。首先，WCF 的顯著作用說明教師可以充分利用這一教學方法輔助學習者提高寫作質量和二語學習的效果。其次，在實際操作中，教師需要綜合考慮影響反饋的各種因素，將不同的糾正性反饋方法結合起來使用，以便達到更好的效果。本研究還發(fā)現(xiàn)國內WCF 研究存在的一些問題。第一，諸多研究在研究方法上存在一定的缺陷。如有些研究沒有控制組、沒有使用延時后測或沒有對寫作水平進行前測。這些問題可能造成研究結果缺乏信度和可靠度。第二，研究對象過于局限。如多數(shù)研究都關注本科生，對于其他教育層次的研究較少，不利于研究發(fā)現(xiàn)的橫向對比。綜上所述，WCF 顯著的積極效果及調節(jié)變量對其效果的影響對于指導我國外語教學實踐具有一定的價值，未來我們期待更多的研究在廣度和深度上不斷地發(fā)展。